VALIDAÇÃO DO QUESTIONÁRIO SOBRE ABUSO SEXUAL DE CRIANÇAS NA POPULAÇÃO PORTUGUESA – QASC
INÊS FILIPA ESTEVES NABAIS
Orientador de Dissertação: Prof. Doutor José Henrique Ornelas
Professor de Seminário de Dissertação: Prof. Doutor José Henrique Ornelas
Tese submetida como requisito parcial para obtenção do grau de: Mestre em Psicologia
Especialidade em Psicologia Clínica
Dissertação de Mestrado realizada sob a orientação de Prof. Doutor José Henrique Ornelas, apresentada no ISPA – Instituto Universitário para obtenção do grau de Mestre na especialidade de Psicologia Clínica.
Agradecimentos
Quero agradecer a todas as pessoas que ao longo do meu percurso académico me incentivaram e ajudaram a cumprir o meu objetivo profissional, que parece estar mais uma vez concretizado face à entrega deste documento.
Em primeiro lugar, quero agradecer ao Prof. Doutor José Henrique Ornelas pelo seu apoio e disponibilidade manifestados ao longo destes meses. Quero agradecer, também, a partilha de conhecimento que contribuiu para o meu crescimento cultural e humano e proporcionou a concretização desta batalha.
À Prof.ª Doutora Maria João Vargas Moniz, o meu sincero obrigado, por todos os momentos de apoio, compreensão e disponibilidade profissional.
Quero, também, agradecer incondicionalmente aos meus pais, aos meus irmãos, aos meus sobrinhos e à minha cunhada por terem estado sempre ao meu lado e por terem acreditado em mim, e por todo o amor, carinho e compreensão que demonstraram ao longo destes anos.
Agradecer, a todos os meus amigos que sempre me apoiaram, bem como às minhas colegas de casa, Raquel Oliveira, Margarida Barbudo e Joana Nunes pela amizade e ajuda.
Por último, e não menos importante nesta minha fase final de curso, um obrigado por tudo ao meu colega João Santos e à minha colega e Prof.ª Doutora Ana Moreira.
“Muitos dos que convivem diariamente com a violência assumem-na como uma parte intrínseca da condição humana. Não tem de ser assim. A violência pode ser evitada. As culturas violentas podem ser mudadas. Os governos, as comunidades e os indivíduos podem fazer a diferença.”
Resumo
Este estudo avalia a sensibilidade, fiabilidade e validade do Questionário Sobre Abuso Sexual de Crianças (QASC), na população portuguesa. O abuso sexual de crianças (ASC) é considerado um problema de saúde pública mundial, com impacto a vários níveis, pessoal, familiar, social e político. Ao validarmos esta escala, procuramos contribuir, para os estudos de ASC, tendo um instrumento que meça e operacionalize o ASC em Portugal.
A nossa amostra é constituída por 190 jovens adultos portugueses, com idades compreendidas entre os 18 e 25 anos. Uma análise fatorial confirmatória foi realizada para observar a validade relacionada com o constructo do QASC, avaliou-se a fiabilidade para provar a consistência interna e também se analisou a sensibilidade.
A análise fatorial confirmatória corroborou que o modelo de ajuste é configurado por dois fatores e oito itens, com as seguintes características: χ2/df = 2,531; GFI = 0,959; CFI = 0,977; e RMSEA = 0,090. A versão em português do QASC apresentou uma fiabilidade compósita boa em ambos os fatores (FC “ASC Genital” = 0,820; e FC “ASC Corpo” = 0,870). Também a validade convergente foi confirmada: VEM “ASC Genital” = 0,602468 e a VEM “ASC Corpo” = 0,71209. A sensibilidade da escala é baixa.
A escala foi considerada válida e fiável, de acordo, com um modelo suportado por dois fatores na nossa amostra, e é um contributo para os investigadores ou profissionais que pretendam avaliar o abuso sexual de crianças, em contexto português.
Abstract
This study evaluates the sensitivity, reliability and validity of the Childhood Sexual Experiences Questionnaire (CSEQ) in the Portuguese population. Child sexual abuse (CSA) is a worldwide public health problem, impacting at various levels, personal, family, social and political. When validating this scale, we contribute, for the CSA studies, with an instrument that can be implemented to measure CSA in Portugal.
Our sample consisted of 190 young Portuguese adults, with ages between 18 and 25 years old. A confirmatory factorial analysis was tested to observe the validity associated to the CSEQ construct, reliability was assessed to prove internal consistency, and sensitivity was also assessed.
The confirmatory factorial analysis supported that the best fit model is configured by two factors and eight items, and has the following characteristics: χ2/df = 2.531; GFI = 0.959; CFI = 0.977; and RMSEA = 0.090. The Portuguese version of CSEQ showed good composite reliability in both factors (CR “CSA Genital” = 0.820 and CR “CSA Body” = 0.870). The convergent validity was also confirmed: SEM “CSA Genital” = 0.602468 and SEM “CSA Body” = 0.71209. The sensitivity of the scale is low.
The scale was found to be valid and reliable, according to the model supported by two factors, and is a contribution for researchers or professionals who intend to evaluate CSA, in the Portuguese context.
ÍNDICE
INTRODUÇÃO ... 11
ENQUADRAMENTO TEÓRICO ... 12
Abuso Sexual de Crianças ... 12
O Que é a Validação de um Instrumento? ... 16
Um Estudo Sobre Validação de uma Escala ... 18
MÉTODO... 22 Objeto de estudo ... 22 Delineamento ... 22 Procedimento ... 22 Participantes ... 23 Instrumento ... 23
Análise Fatorial Exploratória do QASC – Altman (2005) ... 24
RESULTADOS ... 26
Análise de Dados Descritivos ... 26
Análise de Dados Correlacionais ... 29
Correlações entre Itens do QASC ... 29
Correlações entre os Itens do QASC e a Idade dos Participantes ... 31
Correlações entre os Itens do QASC e o Género dos Participantes ... 31
Validação ... 31
Análise Fatorial Confirmatória do QASC ... 31
Fiabilidade Compósita ... 34 Sensibilidade ... 35 Validade Convergente ... 36 DISCUSSÃO ... 37 CONCLUSÃO ... 43 Limitações ... 44
Pistas para Estudos Futuros ... 44
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ... 45
ANEXOS ... 49
Anexo 1: Questionário Sociodemográfico ... 50
Anexo 2: Questionário Sobre Abuso Sexual de Crianças – Childhood Sexual Experiences Questionnaire, Altman (2005) ... 51
Lista de Quadros
Quadro 1: Estudo Sobre Validação do Child Sexual Abuse Knowledge Questionnaire
Lista de Tabelas
Tabela 1: Abusos Sexuais em Criança Reportados
Tabela 2: Perpetrador e Idade do Mesmo Aquando o Abuso Tabela 3: Idade da Criança Aquando o Abuso
Tabela 4: Idade da Criança Quando o Abuso Terminou Tabela 5: Correlações entre os itens do QASC
Tabela 6: Correlações entre os Itens do QASC e a Idade dos Participantes Tabela 7: Correlações entre os Itens do QASC e o Género dos Participantes Tabela 8: Comparação dos Índices de Adequação do Modelo
Tabela 9: Índices AIC nos Três Modelos de Ajuste Tabela 10: Índices de Fiabilidade Compósita Tabela 11: Sensibilidade
Lista de Figuras
INTRODUÇÃO
Esta dissertação foi redigida como requisito parcial de obtenção do grau de mestre, no Mestrado Integrado em Psicologia, na área Clínica, e surge no âmbito da visibilidade que o abuso sexual de crianças tem tido na sociedade.
O abuso sexual de crianças é um problema de saúde pública com magnitude global (Wurtele, 2018), é transversal a todas as culturas e níveis sociais, estabelecendo-se como uma problemática com repercussões não só individuais, mas também familiares, sociais e políticas. Nas últimas décadas, tem-se observado, por todo o mundo, um aumento significativo do número de estudos que investiga o abuso sexual de crianças (Finkelhor, 1994). De acordo com alguns estudos, casos deste tipo de abuso têm vindo a aumentar, ainda que os números não sejam reais, pois é um tema sensível e muitas das vítimas preferem não o denunciar ou não encaram este tipo de assédio como uma prática abusiva. É, então, devido a este aumento do número de casos reportados que os estudos surgem com mais frequência de forma a entender e ajudar no combate a este tipo de violência.
Em Portugal, tem-se observado, nos últimos anos, um despertar da sociedade para esta problemática, que se deveu à forte exposição por parte dos meios de comunicação social de casos mediáticos de abuso sexual de crianças, sendo exemplo o que ficou conhecido por o “Processo Casa Pia”. Têm vindo a ser desenvolvidos alguns estudos sobre este tipo de violência intrapessoal procurando, assim, através da prevalência, incidência, e também do conhecimento de variáveis (tais como, “Como?”, “Quando?”, “Quem?”, “Onde?” ocorreu o abuso sexual), encontrar possíveis estratégias de prevenção, tanto para a comunidade como para os profissionais que lidam com o perpetrador ou com a vítima.
Por conseguinte, será pertinente, através da área da psicometria, conseguir instrumentos válidos, fiáveis e sensíveis que meçam e permitam operacionalizar o abuso sexual de crianças, na população portuguesa, permitindo assim aos técnicos que se dedicam ao estudo e prevenção deste tipo de violência reunir informação válida e fiável, para que as suas estratégias de prevenção sejam cada vez mais eficazes.
Desta forma, esta investigação pretende contribuir para uma melhor compreensão e prevenção destes abusos sexuais de crianças, com idade inferior a 11 anos na população portuguesa, através da validação de um questionário sobre abuso sexual de crianças, o
ENQUADRAMENTO TEÓRICO
Abuso Sexual de Crianças
Não havendo dúvidas sobre os efeitos negativos do abuso sexual de crianças (ASC) no seu bem-estar e no seu desenvolvimento para a vida adulta, pensamos que seria importante encontrar a definição que melhor delimita este ato de violência.
Primeiramente, de acordo com Kunzman (1990), o ASC apresenta-se como sendo uma violação e exploração física do corpo da criança, através de qualquer contacto sexual, ou uma violação psicológica através de comportamentos sexuais verbais ou não verbais. No entanto, esta definição não é muito precisa no que diz respeito à relação do perpetrador com a criança. Desta forma, Holmes e Slap (1998) definem o ASC através de seis critérios: idade da criança, idade do perpetrador ou a diferença de idade entre este e a criança, relação entre a criança e o agressor, os tipos de atos sexuais cometidos, a vontade da criança, e a extensão da coerção envolvida. Estes autores, na sua definição clarificam que há mais fatores a ter em conta quando se trata de ASC, em relação, à definição de Kunzman (1990). Mais tarde, Stoltenborgh, van Ijzendoorn, Euser e Bakermans-Kranenburg (2011) reduziram os critérios envolvidos no ASC, considerando: a aceção da idade limite para a infância, a decisão de definir ou não a diferença mínima de idade entre a vítima e o perpetrador (permitindo descartar a atividade sexual entre pares) e os atos que estão envolvidos no abuso sexual (com contacto ou sem contacto). Desta forma, a definição que escolhemos para melhor entender este ato é, de acordo com a American
Psychological Association (APA) em 2007 (VandenBos, 2007), a de uma ação que consiste na
violação ou exploração de outrem pela sexualidade, sendo que o ASC inclui todo o contacto sexual entre adultos e crianças, mesmo em contexto familiar, ou de relação de confiança extrafamiliar, ou com desconhecidos. Quando o comportamento sexual é de um adulto em relação a uma criança, denomina-se então de abuso sexual infantil.
Os autores nomeados anteriormente clarificam o que é o abuso sexual a uma criança, contudo não especificam os atos abusivos praticados. Assim, Gilbert e colaboradores (2009) ajudam-nos a compreender algumas dimensões de ASC através da categorização que conferem aos abusos cometidos. Os autores indicam que o ASC é considerado como qualquer tentativa ou ato gerado que apenas envolva a interação sem contacto, ou o contacto sexual com uma criança por parte de um cuidador ou desconhecido. Dentro destas duas categorias distinguimos a penetração (incluindo o abuso oral); o contacto, sendo este um toque intencional direto ou através da roupa; e por último, o abuso sem contacto, ou seja, a exposição, o exibicionismo,
filmar e outras formas de atividade sexual não envolvendo o contacto físico. Podemos ainda classificar estas categorias como definição combinada, ou seja, que inclui o contacto e o abuso sem contacto, ou, como definição restrita, isto é, apenas estão incluídas situações que envolvam o contacto físico (Pereda, Guilera, Forns, & Gómez-Benito, 2009). De acordo com Mendel (1992), a violência sexual pode também ser categorizada, consoante o seu grau de gravidade: ASC leve diz respeito a convites sexuais, beijos e abraços de forma sexual, exibicionismo, voyeurismo e exposição à pornografia; ASC moderado é definido pelo contacto genital, mas sem relação sexual, ou sem penetração; e por fim, ASC grave que o autor classifica por relações sexuais anais, orais e vaginais, através da penetração.
É também importante saber quem é o abusador ou o que este significa em termos relacionais para a criança, pois só assim podemos entender e confrontar de forma preventiva este tipo de violência. Em conformidade com a literatura podemos dizer que a capacidade de seduzir e levar a criança a um relacionamento sexual é baseada na posição dominante e de poder que o perpetrador exerce sobre a mesma, que contrasta notavelmente com a posição da criança que é indefesa e inimputável. Assim, para Calder, Hampson e Skinner (1999), a autoridade e poder permitem ao abusador forçar a criança a ter contacto sexual e preservar essas relações por longos períodos de tempo. Já Collings (1992) entende que os perpetradores, de forma a minimizar as consequências e a obter a cooperação da vítima, julgam o abuso como uma expressão de amor, como parentalidade, ou uma experiência agradável, ou como punição ou suborno. Contudo, a criança é geralmente obrigada a ignorar, ocultar ou negar o abuso, o que significa que o mesmo é apenas partilhado com o perpetrador. Consequentemente, a vítima permanece psicologicamente ligada ao perpetrador e pode sentir que este é a única pessoa que a conhece intimamente e de verdade (Cloitre, Cohen, & Koenen, 2011).
Por conseguinte, os perpetradores podem ser classificados consoante o grau de proximidade que têm com a vítima. Um estudo, realizado por Fuselier, Durham e Wurtele (2002), indicou que a perceção de estudantes graduados levava a crer que a maioria dos perpetradores de crianças eram estranhos ou homens com mau aspeto, que usavam a força, agressão ou ameaças para cometer o abuso sexual infantil. Contudo, o que se verifica é que a grande maioria (93 a 97%) dos agressores sexuais de crianças são perpetradores não estranhos, ou seja, membros da família, conhecidos ou pessoas em posição de confiança (Snyder, 2000).
Podemos, então, classificar o ASC em duas categorias, relativamente, à proximidade entre a vítima e o perpetrador: intrafamiliar e extrafamiliar (Fischer & McDonald, 1998). Para Fisher e McDonald, o ASC intrafamiliar indica que o perpetrador é um membro da família da criança, ou seja, alguém que poderá viver na mesma casa da vítima. Estes poderão ser os pais,
os irmãos, outros parentes de sangue, ou pais adotivos. De acordo com Seto, Babchishin, Pullman e McPhail (2015), o abuso sexual infantil intrafamiliar é considerado um problema social e de saúde generalizado, pois o perpetrador abusa conforme a sua posição dominante e de poder sobre a criança que é do seu seio familiar.
Contrariamente, o ASC extrafamiliar é praticado por pessoas que não estão geneticamente ligadas à criança, ou seja, o abuso é praticado por alguém de fora da família, como, por exemplo, estranhos, professores e amigos (Fischer & McDonald, 1998).
Como temos vindo a verificar, podemos considerar que, em muitos estudos, a maioria dos abusos sexuais de crianças e adolescentes é perpetrada por pessoas conhecidas pela vítima. Em muitos dos casos, são membros da família próxima ou membros da família extensa, ou seja, intrafamiliar, isto pode acontecer devido ao facto de serem os parentes, que em geral, estão mais próximos e despendem mais tempo com as crianças (Finkelhor, 1994; Stoltenborgh et al., 2011).
Contrariando esta informação, Fischer e McDonald (1998), em 1101 processos judiciais estudados, 44% dos casos eram intrafamiliares e 56% eram extrafamiliares. Destes casos intrafamiliares, pais e padrastos são o tipo de parente mais comum, representando a maioria dos perpetradores intrafamiliares condenados (Seto, Lalumière, & Kuban, 1999). Em comparação, uma investigação realizada em Inglaterra por Hacket, Masson, Balfe e Phillips (2013), opõe-se a Fischer e McDonald (1998) e vai de encontro aos estudos de Finkelhor (1994) e de Stoltenborgh e colaboradores (2011), verificando que a percentagem de vítimas intrafamiliares (25%) é ligeiramente superior ao abuso sexual infantil extrafamiliar (22%). Contudo, em ambos os casos, a vítima era quase sempre conhecida pelo perpetrador.
Um conceito essencial e que nos ajuda a entender o impacto do ASC no mundo, é o da prevalência de casos. Esta refere-se ao número de indivíduos que foram vítimas de abuso sexual durante a infância (Fallon et al., 2010). As pesquisas internacionais sobre abuso sexual têm-se expandido amplamente desde que Finkelhor (1994) solicitou mais estudos de prevalência. Há a necessidade de se investigar epidemiologicamente o ASC de forma a identificar os casos não reportados, pois as queixas apresentadas na polícia e as estatísticas em relação ao bem-estar da criança subestimam as taxas de prevalência deste tipo de abuso (Sethi et al., 2013). Desta forma, para Finkelhor (1994), as taxas de prevalência do ASC são subestimadas devido a fatores como: o sigilo do abuso, a vergonha sentida pela vítima ao relatar o abuso, as punições criminais a que o perpetrador pode estar sujeito, e a idade da criança e a sua dependência de adultos. Starr, Dubowitz e Bush (1990) acrescentam ainda que as informações obtidas sobre a prevalência do ASC podem também ser subestimadas e variam de acordo com o método de recolha de dados,
tais como: quais as perguntas realizadas (Koss, 1993), o número de perguntas concebidas (Finkelhor, 1979), o género dos participantes (Romano & De Luca, 2001) e a facilidade ou dificuldade com a qual os participantes são capazes de expressar o abuso, o que pode estar associado a variáveis culturais (Runyan, 1998).
Alguns estudos mundiais sobre a prevalência deste tipo de abuso revelam que a queixa pessoal por parte da vítima é de uma em cada cinco raparigas e de um em cada 12 rapazes, antes dos 18 anos de idade (Pereda et al., 2009). Alguns autores, nomeadamente, Sethi e colaboradores (2013), reforçam estes valores indicando que, na Europa, a taxa de abuso sexual infantil é de 13,4% nas meninas e de 5,7% nos meninos. Em relação à categorização dos abusos sexuais, Pereda e colaboradores (2009) não encontraram diferenças nas taxas de prevalência entre a definição combinada (com contacto e sem contacto) e a definição restrita (só com contacto) de ASC.
Com base na magnitude do problema de ASC surge, então, a necessidade de se criarem estratégias de prevenção que combatam estes crimes. Nos Estados Unidos da América, mais de metade dos indivíduos que recebem aconselhamento ou terapia de saúde mental, foram ou são vítimas de abuso sexual na infância (Cohen & Miller, 1998). Desta forma, a prevenção destes casos é uma prioridade na saúde pública de acordo com a Organização Mundial da Saúde (Krug, Dahlberg, Mercy, Zwi, & Lozano, 2002). Esta defende estratégias de prevenção que Wurtele e Kenny (2010) apontam como prevenção primária, isto é, toda a intervenção que permita a diminuição da incidência de ASC. O foco desta prevenção é prevenir o abuso antes que este ocorra, educando as crianças, os pais e a comunidade em geral sobre o ASC (Anderson, Mangels, & Langsam, 2004). Assim, têm-se desenvolvido programas educacionais nas salas de aulas direcionados para a infância, que visam ensinar as crianças a reconhecer, resistir e reportar o abuso sexual. Segundo Finkelhor (2007), é necessária esta prevenção primária, contudo, o autor assume que há necessidade de outras estratégias. Assim, Wurtele e Kenny (2010) indicam que têm sido concretizadas algumas intervenções de prevenção direcionadas à comunidade, como, por exemplo: a campanha “STOP IT NOW!”, que foi bem-sucedida ao melhorar o conhecimento do público e a influenciar atitudes sobre o ASC na comunidade; e a campanha “DARKNESS TO LIGHT”, que não foi minimamente eficaz. Para estes autores, a melhor forma de prevenir o ASC é uma combinação de instrução escolar e domiciliar, ou seja, uma parceria de prevenção escola-pais, permitindo o envolvimento dos pais na educação de segurança pessoal e também na educação sexual da criança.
Têm sido elaboradas outras estratégias de prevenção, como por exemplo, o estudo realizado por Wurtele (2012) sobre o ASC em instituições onde estão inseridos jovens (as
escolas, os colégios de tratamento e correção, os escuteiros, os ginásios desportivos, os clubes desportivos e os centros religiosos). O autor indica que, nos últimos dez anos, têm sido reportados vários casos de ASC neste tipo de instituições, perpetrados por adultos em posições de autoridade, como, por exemplo, professores e treinadores, entre outros. Deste modo, Wurtele (2012) pretende agir de forma preventiva no ASC institucional, implementando estratégias de gestão de risco e treinando as equipas a interagir com as crianças, evitando a má conduta sexual. O autor indica que o treino, a monitorização e a supervisão da equipa que assiste os jovens, ajuda a manter os limites profissionais, a proteger a integridade da instituição e a prevenir o ASC.
Como podemos reter da literatura anteriormente referida, têm sido desenvolvidos alguns estudos com o objetivo de alcançar estratégias preventivas de ASC a vários níveis. Em Portugal, tem-se verificado que também há um desenvolvimento de estratégias de prevenção. Um estudo realizado por Maria (2007), revela que, em Portugal, está a ser dinamizado um programa que tem como objetivo ajudar as crianças e preveni-las da violência – o programa CAP (Child Abuse
Prevention) pela Associação Portuguesa para o Estudo e Prevenção dos Abusos Sexuais de
Crianças (APPEPASC), através de workshops com profissionais em contexto escolar e com as crianças em contexto de turma.
O Que é a Validação de um Instrumento?
Sendo o ASC um problema na sociedade com repercussões a vários níveis é pertinente realizar a validação do instrumento de medida, testando a sensibilidade, fiabilidade e validade de constructo do Questionário Sobre o Abuso Sexual de Crianças (QASC), para que haja uma escala que meça o ASC e auxilie no combate a este crime. A validação pretende verificar se o instrumento mede com precisão o nível de ASC.
De acordo com Marôco (2014), na sua literatura sobre análise de equações estruturais (AEE), por análise fatorial, entende-se que, através de uma técnica de modelação linear geral, se identifica um conjunto reduzido de variáveis latentes (fatores ou constructos) que explicam a estrutura correlacional observada entre um conjunto de variáveis latentes (itens). A análise fatorial pode ser classificada em análise fatorial exploratória (AFE), ou em análise fatorial confirmatória (AFC), de acordo com a inexistência ou existência de hipóteses sobre a estrutura correlacional. Spearman (1904) criou a AFE e esta deve ser utilizada quando não há informação prévia sobre a estrutura fatorial que explica as correlações entre variáveis manifestas. No que diz respeito, à AFC, segundo Marôco (2014), deve ser utilizada quando há informação prévia
sobre a estrutura correlacional que é preciso confirmar, isto é, para avaliar a qualidade de ajustamento de um modelo de medida teórico à estrutura correlacional observada entre as variáveis manifestas (itens).
Geralmente, na discriminação do modelo de AFC, o número de fatores é estabelecido previamente pelo investigador, de acordo com a teoria ou estudos anteriores, e a medida dos fatores tem de ser discriminada para identificar o modelo (fixando a trajetória do fator para um dos itens num valor definido – geralmente 1, e ou, estandardizando o fator, fixando a sua variância em 1) (Marôco, 2014). Desta forma, os fatores comuns são refletidos em itens específicos, embora um item possa ser reflexo de mais do que um fator comum, e a variabilidade de um item não explicada pelo fator comum é explicada por outros fatores latentes, específicos de cada item, não considerados no modelo (erros ou resíduos).
Para além da qualidade local e global do ajustamento através da AFC, é também necessário avaliar a sensibilidade, a fiabilidade e a validade do modelo ou instrumento de medida.
Quanto à sensibilidade, Kline (1998), define-a como o poder discriminativo da escala ou instrumento, e este apresenta-se através de duas medidas de distribuição: assimetria (Skewness – Sk) e achatamento (Kurtosis – Ku), o autor indica ainda que, para uma boa sensibilidade, devemos manter os itens que apresentam um moderado desvio à normalidade, isto é, |SK|<3 e |Ku|<7.
Segundo Marôco (2014), por fiabilidade de um fator ou constructo, entende-se a propriedade de consistência e reprodutibilidade da medida, isto é, um instrumento é fiável (numa determinada amostra) se mede, de forma consistente e reprodutível, o fator de interesse, na amostra sob estudo. A medida mais utilizada para avaliar a fiabilidade ou a consistência interna de uma escala é o Alpha de Cronbach (Cronbach, 1951). Contudo, na AFC o índice de fiabilidade que deverá ser testado é o da fiabilidade compósita (FC). Conforme, Fornell e Larcker (1981), a FC estima a consistência interna dos itens mediativos do fator ou constructo, indicando o grau (0;1), em que estes itens são revelações consistentes do fator latente através da equação:
𝐹𝐶 = (∑ 𝜆)²
(∑ 𝜆)2+∑ 𝜀, considera-se que FC ≥ 0,7 é indicador de uma fiabilidade de constructo
apropriada.
No que concerne à validade, esta é a propriedade da escala de medida que testa se esta mede ou operacionaliza a variável latente ou o constructo, que realmente se pretende avaliar. A validade é composta por três componentes: validade de conteúdo, validade de constructo e a
validade de critério (Anastasi & Urbina, 1997). Como o nosso estudo incide na validade de constructo, iremos passar a explicitar a mesma. De acordo com Marôco (2014), a validade de constructo é determinada por três subcomponentes: validade fatorial (quando a especificação dos itens de um determinado constructo é correta), validade convergente (quando os itens que constituem o constructo apresentam correlações positivas entre si) e validade discriminante (quando o constructo sob estudo não se encontra correlacionado, significativamente, com constructos que operacionalizam variáveis latentes distintas daquela operacionalizada pelo constructo sob estudo). A validade fatorial é testada pelas cargas fatoriais estandardizadas (λij). Deve assumir-se que os λij de todos os itens sejam superiores ou iguais a 0,5, o fator apresenta validade fatorial. O λ²ij é definido por fiabilidade individual do item, correspondente a fração da variabilidade total do item explicado pelo fator do qual esse item é uma manifestação. Considera-se que λ²ij ≥ 0,25 é indicador de fiabilidade individual apropriada (Marôco, 2014).
No que diz respeito à validade convergente, esta acontece quando os itens que são reflexo de um fator saturam fortemente nesse mesmo fator. Segundo Fornell e Larcker (1981), a validade convergente é medida por intermédio da média das variâncias dos itens que o fator explica, ou pela variância extraída média (VEM) pelo fator. Considera-se que VEMj ≥ 0,5 é indicador de validade convergente adequada (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998).
Por fim, a validade discriminante avalia se os itens que refletem um fator não estão correlacionados com outros fatores. De acordo com Fornell e Larcker (1981), a validade discriminante é testada se pelo menos uma das seguintes condições se se verificar: a) as VEM dos fatores (i e j) forem superiores ou iguais ao quadrado da correlação entre esses fatores (زij); b) o teste da diferença dos X² entre o modelo com Øij = 1(X²ij) (a correlação entre fatores é perfeita) e o modelo com Øij livre (X²ij) for significativo; c) um I.C. a 95% para Øij, calculado por:
]∅𝑖𝑗 − 1.96𝜎∅𝑖𝑗
√𝑛 ; ∅𝑖𝑗 + 1.96 𝜎∅𝑖𝑗
√𝑛[; não contiver o valor 1.
Um Estudo Sobre Validação de uma Escala
No seguimento do presente estudo, salientamos uma investigação que está relacionada com a temática do ASC e, ao mesmo tempo, com a validação de uma escala sobre o tema, o
Child Sexual Abuse Knowledge Questionnaire (CSA-KQ). Este questionário aborda, assim, de
outra forma o ASC, ou seja, pretende medir o nível de conhecimento de ASC numa determinada amostra, e os procedimentos estatísticos de validação de um instrumento, sendo este, o foco
central no nosso estudo. O CSA-KQ foi aplicado a 1712 jurados na Austrália, para medir o seu nível de conhecimento sobre ASC. Contém nove itens oriundos de descobertas empíricas sobre equívocos de características típicas de ofensas de abuso, reações das crianças ao ASC e a sua capacidade de fornecer evidências confiáveis. Os autores escolheram esta escala, porque se tem constatado que, nos casos de ASC, as avaliações do júri são influenciadas pela falta de evidência para corroborar as alegações da vítima, pelo ceticismo quanto à fiabilidade das evidências orais da criança, e também, pela evidência de comportamentos contraintuitivos do reclamante, pois nem sempre as evidências científicas forenses, médicas, ou testemunhas oculares da agressão estão disponíveis em processos judiciais (Goodman-Delahunty, Martschuk, & Cossins, 2016). No que diz respeito à validação desta escala, esta foi obtida em duas etapas.
Primeiramente, foi testada a estrutura fatorial do questionário realizando-se uma AFE, que examinou a covariância dos fatores (não a variância), permitindo a avaliação entre a teoria e a estrutura dos fatores existentes, numa amostra de 843 jurados não participantes. Concluiu-se que o melhor modelo indicado pela AFE tem dois fatores (“O impacto do abuso do ASC” e “Influências contextuais no relatório”). Esta conclusão foi fundamentada pelos seguintes resultados: num pré-teste verificou-se rᵖᶜ = 0,25 (rᵖᶜ < 0,9 = ausência de multicolinearidade); através da AFE concluiu-se X² = 58,57 (p<0,001); RMSEA = 0,05 (0,05;0,1 = ajustamento aceitável); CFI = 0,975; TLI = 0,952 (CFI, TLI ≥ 0,95 = ajustamento muito bom); e SRMR = 0,028 (SRMR < 0,05 = ajustamento bom).
Para ser testada a validade preditiva foi necessário confirmar os resultados da AFE, através da AFC. Os resultados obtidos foram: X² = 61,32 (p < 0,001) indicou um bom ajuste do modelo; RMSEA = 0,041 (RMSEA ≤ 0,05 = ajustamento muito bom); CFI = 0,979; TLI = 0,972 (CFI, TLI ≥ 0,95 = ajustamento muito bom). A fiabilidade é forte para cada um dos fatores (ρy = 0,70 para ρy = 0,80) e para o CSA-KQ (ρy = 0,76). Verificou-se, ainda, que os resultados obtidos no CSA-KQ foram significativamente correlacionados com a credibilidade da vítima (r = 0,23).
Por último, para avaliar a validade preditiva, que diz respeito à validade relacionada com o critério do CSA-KQ, procedeu-se a uma experiência simulada realista, na qual uma criança alegou ter sido abusada pelo avô, através de análises de regressão logística. Constatou-se que valores do CSA-KQ previam o veredicto (jurados com maior conhecimento sobre ASC eram mais tendentes a condenar o réu do que jurados que sabiam menos sobre ASC). No que diz respeito à nossa investigação, ao invés de analisarmos a validade preditiva, iremos testar a validade de constructo.
Assim, a investigação de Goodman-Delahunty e colaboradores (2016) contribui para o nosso estudo, pois estes autores pensaram na lacuna existente no que diz respeito ao conhecimento sobre o ASC na sociedade, embora, neste caso tenha sido aplicada a jurados, num contexto de julgamentos (Quadro 1). Esta escala é importante, pois permite-nos avaliar o conhecimento que a população tem sobre o que é o ASC e, neste sentido, não desvalorizar nem sobrevalorizar o tema, dando-lhe a atenção necessária para que possamos contribuir de forma positiva na prevenção deste tipo de crimes. A mesma linha de pensamento deu origem a esta investigação em questão. É importante termos um instrumento válido para medir o ASC em Portugal e a partir dele proceder a outras e novas estratégias de prevenção e intervenção, pois quanto mais vasto é o conhecimento sobre uma área, mais possibilidades temos de reagir à mesma.
Autores Goodman-Delahunty, J., Martschuk, N., & Cossins, A. (2016) Objeto de
Estudo Validação do CSA-KQ para a população australiana.
Método
Amostra: 1712 jurados, na área de Grande Sidney, Austrália.
Instrumentos: Child Sexual Abuse Knowledge Questionnaire (CSA-KQ)
O estudo teve duas fases: primeira testar a validade fatorial e, segunda, testar a validade preditiva.
Resultados
A AFE indicou que o melhor modelo foi obtido através de dois fatores: o impacto do ASC e influências contextuais no relatório. A AFC mostrou forte fiabilidade para cada um dos fatores (ρy = 0,70 para ρy = 0,80) e para o CSA-KQ (ρy = 0,76). Os resultados obtidos do CSA-KQ foram significativamente correlacionados com a credibilidade percebida do reclamante (r = 0,23).
A validade preditiva foi testada.
Quadro 1: Estudo Sobre Validação do Child Sexual Abuse Knowledge Questionnaire
(Goodman-Delahunty et al., 2016)
Sabendo, então, de acordo com a literatura, o que define o crime de ASC, os atos que são perpetrados, quem os perpetra e o impacto destes na sociedade, o propósito do nosso estudo, (a validação do QASC) é altamente importante. Para que seja possível analisar a validação de uma escala, é necessário executar um estudo psicométrico sustentado por dados estatísticos numa determinada amostra, desta forma, a validação do CSA-KQ, realizada por Goodman-Delahunty e colaboradores (2016), retrata o método da presente investigação, em relação à análise fatorial realizada, embora esta escala tenha sido aplicada e testada em outro contexto. No caso do presente estudo, a prevalência dos atos violentos, designados por abuso sexual
infantil, é fundamental para sustentar a sua prevenção, ou seja, são precisos dados que comprovem a dimensão do ASC para que, a partir desses, se concretizem estratégias preventivas na comunidade. Os instrumentos (neste caso o QASC) permitem-nos alcançar esses dados, pois mede os constructos associados ao ASC e, através da validação da escala de medida, esses dados obtidos irão permitir avaliar, de forma precisa, o nível de abuso sexual infantil, no contexto português. As estratégias de prevenção orientadas pelos profissionais na área do ASC são desenvolvidas a partir destes dados recolhidos pelos instrumentos. Como foi referido, têm sido desenvolvidos programas de prevenção, a maior parte nas escolas ou instituições onde as crianças estão inseridas em contexto educativo, e têm como parceiros os pais e os profissionais que lidam diariamente com as crianças. São estes que exercem o papel de educadores e cuidadores das crianças e passam mais tempo com as mesmas.
MÉTODO
Objeto de estudo
O presente estudo tem como objetivo central validar, para a população portuguesa jovem adulta entre os 18 e 25 anos de idade, o Childhood Sexual Experiences Questionnaire (CSEQ) desenvolvido por Altman (2005), através da análise das suas propriedades psicométricas, determinadas pelas componentes sensibilidade, fiabilidade e validade de constructo. Neste sentido, o instrumento, passa a denominar-se Questionário Sobre Abuso Sexual de Crianças (QASC).
Delineamento
Para este estudo optamos por um questionário que aborda e coloca questões face a abusos sexuais, apresentando uma linguagem muito particular sobre os contextos de abuso, pois de acordo com Finkelhor (1994) será esta a forma mais correta de estudar o ASC. O autor indica que, colocando apenas uma questão sobre o acontecimento ou não de situações abusivas, pode despertar a dúvida no participante em relação ao ter sofrido ou não de abuso, limitando assim o foco de estudo.
Posteriormente, foi realizada uma CFA para verificar a validade de constructo (validade fatorial, validade convergente e validade discriminante), uma análise à fiabilidade (FC) para testar a consistência interna da escala, e também se observou a sensibilidade do QASC, confirmando, assim, se o instrumento é valido, fiável e sensível à nossa amostra.
Procedimento
Estando definida a caracterização do público-alvo e do instrumento a aplicar, pensamos que a melhor forma de recolha de dados seria através da plataforma do Google Docs. Elegemos esta via, pelo facto de ser mais cómodo para o respondente manter o anonimato e permitindo-lhe ser o mais honesto possível nas respostas ao questionário. Sendo que o tema em si é íntimo e sensível, pessoalmente os(as) participantes poderiam sentir-se inibidos(as) e expostos(as) e, dessa forma, não responder com integridade e honestidade ao questionário, podendo enviesar os resultados em estudo.
Posteriormente, enviámos os questionários por email, e usamos a rede social Facebook apelando à participação no questionário em alguns grupos de jovens portugueses universitários
e também por mensagem privada, pedindo aos mesmos que partilhassem o questionário com conhecidos, amigos e familiares, num efeito de snowball. De acordo com Marôco (2011), este efeito permite que a amostra aumente significativamente e de forma geométrica. Começa-se por se selecionar um participante de interesse que, posteriormente, vai recomendando outros.
Após a recolha de 209 inquéritos, fizemos uma seleção de modo a excluir todos aqueles que não tivessem completos ou devidamente respondidos e obtivemos um total de 190 questionários. Por fim, realizámos o tratamento estatístico dos dados, transformando os não-valores das respostas dos participantes, ou seja, substituímos os não-não-valores pela média de respostas de cada item, sendo que estes foram inferiores a 5% do total dos dados recolhidos (através do programa SPSS Statistics 24 for Windows) para que estes dados pudessem ser operacionais no programa AMOS Graphics. Usámos o software AMOS para testar a validade fatorial confirmatória do QASC.
Participantes
Na recolha de dados obtivemos 209 questionários, contudo, 19 foram excluídos devido ao facto de uns estarem em branco, outros incompletos e dois questionários tinham, ainda, respostas descontextualizadas. Desta forma, para a validação deste instrumento, os participantes são 190 jovens adultos com idades compreendidas entre os 18 e os 25 anos, de nacionalidade portuguesa. Em relação à seleção da idade dos participantes, esta está relacionada com o facto de a partir dos 18 anos não ser necessário o consentimento dos encarregados de educação ou tutores legais. Para além disso, o limite máximo são os 25 anos porque o questionário foi elaborado para esta faixa etária.
Instrumento
O instrumento que concordámos aplicar e validar foi elaborado por Altman (2005) e designa-se por Questionário sobre Abuso Sexual de Crianças (QASC). Este instrumento foi construído com base nas medidas de autorrelato de abuso sexual na infância de Finkelhor (1978), autorrelato de vitimização na infância de Mendel (1992) e, também, de acordo com a estrutura da entrevista de abuso sexual de Chaffin, Wherry, Newlen, Crutchfield e Dykman (1997). A escala foi traduzida para a língua portuguesa e aprovada por especialistas na área.
O questionário tem duas partes sendo que, na primeira, são abordados dados demográficos (tais como: idade, género, estado civil, nacionalidade, naturalidade e habilitações académicas) e, na segunda, são colocadas questões que envolvem o tema em estudo.
A primeira questão é um conjunto de 16 itens (1 – “Convite ou falar de algo sexual”; 2 – “Beijar e abraçar de forma sexual”; 3 – “Alguém lhe mostrou os genitais”; 4 – “Mostrar os seus genitais a alguém”; 5 – “Ser apalpado por cima da roupa”; 6 – “Apalpar alguém por cima da roupa”; 7 – “Alguém tocar nos seus órgãos genitais”; 8 – “Tocar nos órgãos genitais de alguém”; 9 – “Experienciar relação sexual por cima da roupa”; 10 – “Masturbar alguém ou ser envolvido na masturbação de alguém”; 11 – “Experienciar uma relação sexual por baixo da roupa (por exemplo sem penetração)”; 12 – “Alguém ter contacto com os seus genitais”; 13 – “Ter contacto oral com os genitais de alguém”; 14 – “Ser penetrado com os dedos ou com um objeto”; 15 – “Ser envolvido ou tentativa de envolve-lo em relações sexuais anais”; e item 16 – “Ser envolvido em abusos com rituais de natureza satânica ou outros, ou tortura sexual”) onde o respondente tem como hipóteses de resposta “não tenho a certeza”, “nunca”, “raramente”, “às vezes”, “frequentemente” e “muito frequentemente”. As situações de abuso estão ordenadas segundo o grau de gravidade e frequência, ou seja, vão desde um convite para a participação da criança em algo de cariz sexual, até ao ato sexual propriamente dito. Na segunda questão é apresentada uma lista de pessoas que permite ao participante indicar quem foi o perpetrador (“Estranho”; “Pessoa conhecida, mas não amiga”; “Amigo”; “Sobrinho(a)”; “Primo(a)”; “Irmão”; “Irmã”; “Pai”; “Mãe”; “Tio”; “Tia”; “Avô”; “Avó”; “Padrasto”; “Madrasta”; “Meio-irmão”; “Meia-irmã”; “Professor(a)”; “Treinador(a)”; “Conselheiro(a)”; “Baby-sitter”; e “Outro”). Na terceira questão é solicitada a idade do perpetrador aquando o abuso e, na quarta questão, é pedida a idade da vítima aquando o abuso.
Finalmente, é pedido ao respondente que indique a idade em que o abuso terminou.
Análise Fatorial Exploratória do QASC – Altman (2005)
Através da AFE realizada por Altman (2005), numa amostra constituída por 77 participantes do género masculino, que frequentavam centros de aconselhamento e clínicas privadas, pertencentes ao Membership Directory of Male Survivor, observámos que a análise de fatores desta escala foi testada, usando o seguinte sistema de codificação: 1 – “Não tenho a certeza”; 2 – “Nunca”; 3 – “Raramente”; 4 – “Às vezes”; 5 – “Frequentemente”; 6 – “Muito frequentemente”; reduzindo os itens de gravidade e frequência para o menor número de fatores que explicam a variância total dos itens (Bryant & Yarnold, 1995).
A medida de adequação da amostra KMO (0,83) e o teste de esfericidade de Bartlett provaram que a análise era apropriada, χ2 (120, N = 77) = 651,81, p<0,001. O critério de Kaiser observou-se como estatisticamente significativo, pois o valor crítico para o coeficiente de
correlação em α = 0,01 foi de 0,292 para um N = 77 (carga em cada fator > 2(.92) = 0.584, em valor absoluto). Desta análise advieram quatro fatores e os mesmos justificam 68,70% da variância. O fator 4 foi excluído de análises adicionais, pois incluía apenas um item (16 – Ser envolvido em abusos com rituais de natureza satânica ou outros, ou tortura sexual) e poucos participantes responderam afirmativamente. Deste modo, os outros três fatores fundamentam 62,33% da variância. Sete itens (3, 4, 7, 8, 10, 12 e 13) obtiveram cargas superiores a 0,584 no fator 1 (λ = 6,83). Os itens 1 e 2 foram excluídos da escala, por apresentarem baixa pureza fatorial, ou seja, a carga fatorial destes dois itens é semelhante nos três fatores. Quatro itens (5, 6, 9 e 11) preencheram o critério no fator 2 (λ =1,95) e apenas dois itens (14 e 15) plenificaram suficientemente o fator 3 (λ = 1,19). Segundo Altman (2005), dados qualitativos revelam que os itens do fator 1 estão diretamente associados aos órgãos genitais (p. ex., “Alguém lhe mostrou os genitais”, “Tocar nos órgãos genitais de alguém”); os itens do fator 2 envolvem o corpo inteiro (p. ex., “Ser apalpado por cima da roupa”); e os itens do fator 3 remetem para a penetração ou tentativa da mesma (p. ex., “Ser penetrado com os dedos ou com um objeto”). Assim, o fator 1 denomina-se por “ASC Genital”, com um α = 0.90; o fator 2 por “ASC Corpo”, com α = 0,82; e, por último, o fator 3 é designado por “ASC Penetração”, com um α = 0,66.
Estes três fatores são idênticos aos que Mendel (1992) referiu e categorizou da seguinte forma: leve (convites sexuais, beijos e abraços de forma sexual, exibicionismo, voyeurismo e exposição à pornografia), moderado (contacto genital sem relação sexual) e grave (relações anais, orais e vaginais). Estes três fatores foram usados para analisar o grau de gravidade e frequência do abuso sexual. As pontuações foram apresentadas através da soma dos produtos entre o grau de gravidade de cada item e o grau de frequência de cada item no respetivo fator. A gravidade obteve-se classificando cada abuso de menos para mais envolvido (1 – “Convite ou falar de algo sexual”; 8 – “Tocar nos órgãos genitais de alguém”; 16 – “Ser envolvido em abusos com rituais de natureza satânica ou outros, ou tortura sexual”). A frequência foi calculada da mesma forma que a gravidade, sendo as respostas de frequência recodificadas (0 – “Não tenho a certeza” e “Nunca”; 1 – “Raramente”; 2 – “Às vezes”; 3 – “Frequentemente”; e 4 – “Muito frequentemente”).
RESULTADOS
Análise de Dados Descritivos
Os participantes que contemplam o nosso estudo são 190 jovens adultos em que 153 (80,5%) são do género feminino e 37 (19,5%) são do género masculino. As idades dos participantes são compreendidas entre os 18 e 25 anos (M = 19,99; SD = 1,956). No caso de terem sofrido abuso sexual infantil, o mesmo terá acontecido até aos 11 anos de idade. Dos 190 participantes, apenas um não é solteiro e vive em união de facto, ou seja, 189 respondentes são solteiros. Relativamente à naturalidade dos mesmos, a amostra revelou ser heterogénea, pois houve respondentes de norte a sul do país e também das regiões autónomas (Açores e Madeira), a maior percentagem de inqueridos é de Lisboa 32,6% (N = 62), seguida do Porto 12,6% (N = 24) e Leiria 7,7% (N = 14). Houve o mesmo número de participantes nos distritos de Aveiro 6,8% (N = 13) e Coimbra 6,8% (N = 13). O distrito de Castelo Branco apresentou 6,3% (N = 12), Viseu 4,7% (N = 9) e Setúbal 3,2% (N = 6). Açores, Braga e Madeira apresentaram uma taxa de 2,6% (N = 5 em cada distrito). Faro e Viana do Castelo 2,1% (N = 4), Santarém 1,6%; (N = 3), Seixal, Portalegre e Bragança 1,1% (N = 2 em cada distrito). Finalmente, Barcelos, Cascais, Maputo, Matosinhos e Vila Real com 0,5% (N = 1 em cada distrito).
Quanto às habilitações académicas, 73,7%, dos nossos respondentes apresentam o 12.º ano de escolaridade, 22,1% são licenciados e apenas 4,2% concluíram o mestrado.
Dos dados obtidos através das respostas ao QASC, verificámos que 41,6% (N = 79) dos inqueridos sofreram abuso sexual em criança. Em relação ao género, os participantes que reportaram maior vitimização de ASC são do género masculino 48,6% (N = 18; num total de 37 rapazes). Os participantes do género feminino revelaram que 39,9% (N = 61; num total de 153 raparigas) sofreu abuso sexual infantil (Tabela 1).
Vítimas N.º de Respostas % de Respostas Total Participantes
ASC Feminino 61 39,9% 153
ASC Masculino 18 48,6% 37
Total 79 41,6% 190
Tabela 1: Abusos Sexuais em Criança Reportados
Em relação à questão onde o respondente identifica o perpetrador e a idade do mesmo, verificámos, em termos estatísticos, que “Amigo” é quem comete mais vezes o abuso na nossa amostra, portanto, 20% (N = 38) dos participantes revelaram ter sofrido abuso sexual infantil
por parte de um amigo, variando as idades do perpetrador entre os seis e os 46 anos. Seguidamente temos “Pessoa conhecida, mas não amiga”, 10,5% (N = 20) dos participantes identificaram o agressor como tal, e as idades dos mesmos variam entre os 7 e os 70 anos. 6,3% da nossa amostra (N = 12) revelou que o abusador foi o “Primo”, tendo estes idades compreendidas entre 10 e 21 anos. 4,2% (N = 8) dos respondentes definiu o perpetrador como um “Estranho”, variando as suas idades entre os 11 e 45 anos. Ainda, 1,6% (N = 3) identificou o perpetrador como “Tio”, tendo idades entre 17 e 40 anos. “Irmão” (13 e 14 anos), “Avô” (70 anos) e “Professor” (40 e 60 anos) foram também identificados como abusadores, cada um por 1% (N = 2) da nossa amostra. Como, podemos ver na Tabela 2 “Pai” (40 anos), “Padrasto” (51 anos), “Meio-Irmão” (16 anos) e “Treinador” foram considerados agressores por 0,5% (N = 1) da amostra. “Outros”, como tipo de relação de proximidade entre perpetrador e vítima, foi identificado por 1% dos nossos participantes, contudo não foi clarificado o tipo de perpetrador nem a idade do mesmo.
Perpetrador N.º de Respostas % de Respostas Idade Mínima Idade Máxima Média de Idades Amigo 38 20% 6 46 13,22 Pessoa conhecida 20 10,5% 7 70 30,65 Primo 12 6,3% 10 21 13,63 Estranho 8 4,2% 11 45 28,4 Tio 3 1,6% 17 40 36,67 Irmão 2 1% 13 14 13,5 Avô 2 1% 70 70 70 Professor 2 1% 40 60 50 Pai 1 0,5% 40 40 40 Padrasto 1 0,5% 51 51 51 Meio-Irmão 1 0,5% 16 16 16 Treinador 1 0,5% - - - Outro 2 1% - - - Não Resposta 97 51% - - -
Tabela 2: Perpetrador e Idade do Mesmo Aquando o Abuso
No que diz respeito, à idade da criança quando o abuso aconteceu ou teve início, verificámos que 8,9% (N = 17) dos participantes respondeu que tinha 11 anos; 7,9% (N = 15) indicou ter 10 anos; 4,7% (N = 9) afirmou ter sete anos; 2,6% (N = 5) assinalou ter oito anos; e
uma percentagem idêntica de respondentes disse ter seis anos. Verificámos ainda que 1,6% (N = 3) dos jovens revelou ter sofrido abuso sexual aos nove anos de idade. Finalmente, 0,5% (N = 1) indicou que tanto aos quatro como aos cinco anos de idade foram perpetrados sexualmente (Tabela 3). Foi observável que algumas vítimas relataram ter sido perpetradas por agressores diferentes.
Idade Início N.º de Respostas % de Respostas
11 anos 17 8,9% 10 anos 15 7,9% 9 anos 3 1,6% 8 anos 5 2,6% 7 anos 9 4,7% 6 anos 5 2,6% 5 anos 1 0,5% 4 anos 1 0,5% Não Resposta 134 70,5% Tabela 3: Idade da Criança Aquando o Abuso
A última questão do nosso questionário faz referência à idade da vítima quando o abuso terminou, no caso de o respondente ter sido perpetrado na infância. Em relação a esta questão, verificámos que em 8,4% (N = 16) dos participantes, o abuso terminou aos 11 anos, e em 7,9% (N = 15) o abuso foi para além dos 11 anos de idade. Em 4,2% (N = 8) o abuso findou aos sete anos, em 3,7% (N = 7) acabou aos 10 anos, em 2,1% (N = 4) terminou aos seis anos. 1% (N = 2) indicou que o abuso ocorreu até aos nove anos, e a mesma percentagem de respondentes afirmou que o abuso foi até aos oito anos. Por fim, 0,5% (N = 1) dos participantes assinalou que o abuso teve término aos cinco anos, o mesmo aconteceu até aos quatro anos de idade (Tabela 4). Uma grande parte dos inqueridos, 70,2% (N =134) da nossa amostra, não respondeu a esta questão.
Idade Fim N.º de Respostas % de Respostas + de 11 anos 15 7,9% 11 anos 16 8,4% 10 anos 7 3,7% 9 anos 2 1% 8 anos 2 1% 7 anos 8 4,2% 6 anos 4 2,1% 5 anos 1 0,5% 4 anos 1 0,5% Não Resposta 134 70,2%
Tabela 4: Idade da Criança Quando o Abuso Terminou
Análise de Dados Correlacionais
Correlações entre Itens do QASC
Relativamente aos dados estatísticos obtidos em SPSS, é possível observar, a partir da Tabela 5, que quase todas as correlações entre os itens da escala apresentaram valores inferiores a 0,05, ou seja, quase todas as correlações são significativas, fortes e no sentido positivo.
Destacamos as correlações que se revelaram como as correlações mais significativas e mais fortes: o item 3 com o item 4 (r = 0,782; p =0,000); o item 8 com o item 9 (r = 0,730; p =0,000); o item 9 com o item 11 (r = 0,768; p = 0,000); e o item 13 com o item 15 (r = 0,815;
p = 0,000).
Do total de itens do QASC, apenas seis itens não revelaram correlações significativas entre si (Tabela 5): o item 1 correlacionado com o item 11 (r = 0,128; p = 0,080); o item 1 com o item 13 (r = 0,085; p = 0,244); e item 9 com o item 12 (r = 0,133; p = 0,066).
Salientamos ainda, os itens que se revelaram como correlação significativa entre si, contudo a mesma não é forte: o item 1 com o item 15 (r = 0,143; p = 0,050); o item 4 com o item 15 (r = 0,182; p = 0,012); o item 5 com o item 15 (r = 0,182; p = 0,012); o item 10 com o item 12 (r = 0,148; p = 0,041); e o item 11 com o item 12 (r = 0,157; p = 0,031). Sendo que os itens pertencem todos à mesma escala, e todos estão relacionados com o ASC, é esperado que a grande maioria esteja significativamente correlacionada. O item 14 e o item 15 não revelaram nenhum tipo de correlação pois, na amostra em estudo, não houve nenhuma resposta afirmativa aos mesmos, logo estes deixam ser variáveis e passam a ser uma constante, não sendo utilizados para efeitos correlacionais.
Tabela 5: Correlações entre os Itens do QASC
Itens QASC QASC 1 QASC 2 QASC 3 QASC 4 QASC 5 QASC 6 QASC 7 QASC 8 QASC 9 QASC 10 QASC 11 QASC 12 QASC 13 QASC 15 QASC 1 1 QASC 2 0,547** 0,000 1 QASC 3 0,397** 0,000 0,568** 0,000 1 QASC 4 0,335** 0,000 0,432** 0,000 0,782** 0,000 1 QASC 5 0,546** 0,000 0,629** 0,000 0,470** 0,000 0,370** 0,000 1 QASC 6 0,357** 0,000 0,600** 0,000 0,404** 0,000 0,389** 0,000 0,580** 0,000 1 QASC 7 0,372** 0,000 0,511** 0,000 0,584** 0,000 0,583** 0,000 0,663** 0,000 0,477** 0,000 1 QASC 8 0,290** 0,000 0,472** 0,000 0,514** 0,000 0,528** 0,000 0,452** 0,000 0,589** 0,000 0,683** 0,000 1 QASC 9 0,210** 0,004 0,484** 0,000 0,375** 0,000 0,428** 0,000 0,431** 0,000 0,588** 0,000 0,442** 0,000 0,730** 0,000 1 QASC 10 0,199** 0,006 0,253** 0,000 0,365** 0,000 0,358** 0,000 0,343** 0,000 0,343** 0,000 0,396** 0,000 0,606** 0.000 0,579** 0,000 1 QASC 11 0,128 0,080 0,267** 0,000 0,262** 0,000 0,407** 0,000 0,338** 0,000 0,411** 0,000 0,457** 0,000 0,624** 0,000 0,768** 0,000 0,540** 0,000 1 QASC 12 0,232** 0,001 0,415** 0,000 0,331** 0,000 0,331** 0,000 0,412** 0,000 0,398** 0,000 0,463** 0,000 0,361** 0,000 0,133 0,066 0,148* 0,041 0,157* 0,031 1 QASC 13 0,085 0,244 0,309** 0,000 0,301** 0,000 0,276** 0,000 0,224** 0,002 0,421** 0,000 0,351** 0,000 0,679** 0,000 0,557** 0,000 0,624** 0,000 0,488** 0,000 0,234** 0,001 1 QASC 15 0,143* 0,050 0,259** 0,000 0,262** 0,000 0,182* 0,012 0,182* 0,012 0,335** 0,000 0,266** 0,000 0,556** 0,000 0,369** 0,000 0,492** 0,000 0,217** 0,003 0,219** 0,002 0,815** 0,000 1
Correlações entre os Itens do QASC e a Idade dos Participantes
No que diz respeito à correlação dos itens do QASC e à idade dos praticantes, podemos observar, na Tabela 6, que apenas os itens 6 “Apalpar alguém por cima da roupa” (r = 0,146; p = 0,045), 8 “Tocar nos genitais de alguém” (r = 0,155; p = 0,033), 12 “Alguém ter contacto com os seus genitais” (r = 0,169; p = 0,020) e 15 “Ser envolvido ou tentativa de envolvê-lo em relações sexuais anais” (r = 0,227; p = 0,002) revelaram estar significativamente correlacionados com a idade dos participantes.
QAS C 1 QAS C 2 QAS C 3 QAS C 4 QAS C 5 QAS C 6 QAS C 7 QAS C 8 QAS C 9 QAS C 10 QAS C 11 QAS C 12 QAS C 13 QASC 15 Idade P<0,0 5 -0,075 0,306 0,049 0,503 0,074 0,312 -0,021 0,776 0,001 0,990 0,146 * 0,045 0,012 0,872 0,155 * 0,033 0,082 0,258 0,089 0,222 -0,046 0,527 0,169 * 0,020 0,133 0,068 0,227* * 0,002
Tabela 6: Correlações entre os Itens do QASC e a Idade dos Participantes
Correlações entre os Itens do QASC e o Género dos Participantes
No que concerne à correlação dos itens do QASC e o género dos participantes, não se verificaram correlações significativas em nenhum dos itens, como podemos ver na Tabela 7.
QAS C 1 QAS C 2 QAS C 3 QAS C 4 QAS C 5 QAS C 6 QAS C 7 QAS C 8 QAS C 9 QAS C 10 QAS C 11 QAS C 12 QAS C 13 QAS C 15 Géner o P<0,0 5 0,036 0,621 - 0,066 0,362 0,065 0,372 0,106 0,146 - 0,085 0,244 0,096 0,186 - 0,028 0,703 0,106 0,146 0,097 0,183 - 0,022 0,768 0,036 0,625 0,009 0,897 - 0,065 0,373 - 0,046 0,526
Tabela 7: Correlações entre os Itens do QASC e o Género dos Participantes
Validação
Análise Fatorial Confirmatória do QASC
Para testar a validação do QASC, procedemos a uma AFC com recurso ao programa
AMOS Graphics, respeitando a distribuição de itens proposta por Altman (2005).
Constatou-se que o modelo de ajuste proposto por Altman (2005) é não viável para a nossa amostra. Inicialmente, verificou-se que o item 14 (“Ser penetrado com os dedos ou com um objeto”) é uma constante, ou seja, todas as respostas nesse item foram iguais, logo não se
considera uma variável e tem de se excluir o item. Ficando o fator 3 com apenas um item (item 15 – “Ser envolvido ou tentativa de envolvê-lo em relações sexuais anais”), obrigatoriamente, este tem de ser excluído, pois, para poder ser operacionalizado, o fator tem de ter mais de dois itens (Marôco, 2014). Neste sentido, o fator 3 (“ASC Penetração”) deixa também de ser considerado em testes futuros.
Seguidamente, verificámos que os índices de ajustamento deste modelo são maus: χ2/df = 9,542 (ajustamento mau); CFI = 0,719 (< 0,8 = ajustamento mau); GFI = 0,699 (< 0,8 = ajustamento mau); TLI =0,640 (< 8 = ajustamento mau); e o RMSEA = 0,212 (> 0,10 = ajustamento inaceitável).
Posteriormente, testámos novamente o modelo e excluímos também o item 12 (“Alguém ter contacto genital com os seus genitais”), devido ao facto deste apresentar baixa carga fatorial (De acordo com Marôco (2014), as cargas fatoriais devem estar acima de 0,5 (
De forma, a melhorar o ajustamento do modelo inicial (que era mau), foram avaliados os índices de modificação a um limiar de 11. Este modelo intermédio obteve melhor ajuste que o modelo inicial, contudo, ainda apresenta resultados pouco viáveis, pois os índices de ajustamento estão fora dos parâmetros: χ2/df = 5,711 (ajustamento mau); CFI = 0,901 (0,9;0,95 = ajustamento bom); GFI = 0,879 (0,8;0.9 = ajustamento sofrível); TLI = 0,829 (8;9 = ajustamento sofrível) e o RMSEA = 0,157 (> 0,1 = ajustamento inaceitável).
Voltámos, então, a testar o modelo de ajuste, neste caso o intermédio, e os itens 5 (“Ser apalpado por cima da roupa”) e 7 (“Alguém tocar nos seus órgãos genitais”) foram excluídos, pois os seus erros apresentaram correlação com outro fator, ou seja, estes itens têm correlação extrafator.
De forma a melhorar o modelo de ajustamento intermédio, que também era mau, testámos os índices de modificação, agora a um limiar de 4, usando o mesmo processo anterior. Neste modelo todos os itens apresentaram carga fatorial alta ou consideravelmente alta (. Desta forma, chegámos a um modelo de ajustamento válido e, para nós, final, com os seguintes índices: χ2/df = 2,531 (ajustamento sofrível); CFI = 0,977; GFI = 0,959; TLI = 0,953 (≥ 0,95 = ajustamento muito bom) e o RMSEA = 0,090 (0,05;0,09 = ajustamento aceitável).
Índices Modelo Inicial Retirou-se o item 12 Retirou-se os itens 5 e 8 χ²/df 9,542 5,711 2,531 CFI 0,719 0,901 0,977 GFI 0,699 0,879 0,959 TLI 0,640 0,829 0,953 RMSEA 0,212 0,157 0,090
Tabela 8: Comparação dos Índices de Adequação do Modelo
Neste momento é importante salientar os valores AIC, estes foram sendo observados e tidos em conta ao longo desta AFC. No modelo de ajuste inicial, estes índices eram: AIC = 456,290; BCC = 459,392; e BIC = 531,093. Em comparação com o modelo de ajuste intermédio, estes valores são bastante elevados o que significa que o ajuste foi melhorado (índices AIC do modelo intermédio: AIC = 206,489; BCC = 210,054; e BIC = 300,805). No modelo de ajustamento final, verificámos que os índices de AIC são consideravelmente mais baixos que nas análises dos modelos anteriores, apresentando agora os seguintes valores: AIC = 79,431; BCC = 81,619; e BIC = 150,981. Esta avaliação indica que o ajustamento do modelo foi melhorando, como podemos observar na Tabela 9.
Índices AIC BBC BIC
Modelo Inicial 456,290 459,392 531.093 Modelo Intermédio 206,489 210,054 300,805 Modelo Final 79,431 81,619 150,981 Tabela 9: Índices AIC nos Três Modelos de Ajuste
A validade fatorial foi testada e o QASC mede os constructos (fatores) que realmente se pretende medir na nossa amostra, através do modelo de ajuste, com todas as propriedades descritas anteriormente. Para além disso, é constituído por dois fatores “ASC Genital” e “ASC Corpo”, contendo oito itens. Os itens que pertencem ao fator 1 “ASC Genital” são: 3 – “Alguém lhe mostrou os genitais”; 4 – “Mostrar os seus genitais a alguém”; 8 – “Tocar nos órgãos genitais de alguém”; 10 – “Masturbar alguém ou estar envolvido na masturbação de alguém”; e 13 – “Ter contacto oral com os genitais de alguém”. Os itens que correspondem ao fator 2 “ASC Corpo”, são os seguintes: 6 – “Apalpar alguém por cima da roupa”; 9 – “Experienciar relação sexual por cima da roupa”; e 11 – “Experienciar uma relação sexual por baixo da roupa”. Visualmente, o nosso modelo pode ser apresentado de acordo com a Figura 1.
Figura 1: Modelo de Ajuste QASC
Fiabilidade Compósita
Testamos a FC, através da equação 𝐹𝐶 = (∑ 𝜆)²
(∑ 𝜆)2+∑ 𝜀, (Fornell & Larcker, 1981) e
verificámos que, para o fator “ASC Genital”, temos a FC = 0,820 (FC ≥ 0,7), o que significa que este fator é fiável. Fizémos o mesmo para o fator “ASC Corpo” e observamos uma FC = 0,870 (FC ≥ 0,7), o que indica que este fator também é fiável (Tabela 10). Podemos, então, concluir que ambos os fatores apresentam indicadores de que os constructos que se pretendem medir apresentam fiabilidade apropriada.
Fator Fiabilidade Valor de Referência “ASC Genital” 0,820 FC ≥ 0,7 = Fiável “ASC Corpo” 0,870 FC ≥ 0,7 = Fiável Tabela 10: Índices de Fiabilidade Compósita
Sensibilidade
Foi também analisada a sensibilidade dos itens, verificando, assim, se os mesmos têm capacidade de descriminar entre os participantes. A sensibilidade foi estudada para todos os itens que compõe a escala original.
Os itens que apresentaram sensibilidade foram: o item 1 “Convite ou falar de algo sexual” (Sk = 1,979 e Ku = 3,534); o item 2 “Beijar e abraçar de forma sexual” (Sk =2,287 e Ku = 4,869); o item 3 “Alguém lhe mostrou os genitais” (Sk = 2,086 e Ku =4,009); o item 4 “Mostrar os seus genitais a alguém” (Sk = 2,517 e Ku = 5,817); e o item 5 “Ser apalpado por cima da roupa” (Sk = 1,821 e Ku = 2,924). Segundo Kline (1998), estes itens apresentam distribuição normal |Sk|<3 e |Ku|<7. O item 6 “Apalpar alguém por cima da roupa” apresenta uma assimetria moderada (Sk =2,827), contudo o achatamento (Ku = 7,925) é superior a sete o que não torna este item sensível.
Os restantes itens revelaram pouca sensibilidade, pois o valor de SK é sempre superior a três e o de Ku superior a sete, como podemos ver na Tabela 11. Isto verifica-se porque, como nestes itens estão descritos acontecimentos raros, a resposta “Nunca” tem muita frequência e, desta forma, a sensibilidade é fraca.
Para os itens 14 e 16, não foi testada a sensibilidade, pois foram considerados uma constante, devido ao facto de todos os participantes terem respondido “Nunca”.
Item Descrição do Item Sk Ku
1 Convite ou falar de algo sexual 1,979 3,534
2 Beijar e abraçar de forma sexual 2,287 4,869
3 Alguém lhe mostrou os genitais 2,086 4,009
4 Mostrar os seus genitais a alguém 2,517 5,817
5 Ser apalpado por cima da roupa 1,821 2,924
6 Apalpar alguém por cima da roupa 2,827 7,925
7 Alguém tocar nos seus órgãos genitais 3,371 11,764
8 Tocar nos genitais de alguém 4,342 21,172
9 Experienciar relação sexual por cima da roupa 4,131 17,188 10 Masturbar alguém ou ser envolvido na masturbação de alguém 4,495 21,672 11 Experienciar uma relação sexual por baixo da roupa 5,389 29,819 12 Alguém ter contacto com os seus genitais 7,459 62,201 13 Ter contato oral com os genitais de alguém 8,562 78,837 15 Ser envolvido ou tentativa de envolvê-lo em relações sexuais anais 12,050 151,753
Validade Convergente
Posteriormente, calculámos a VEM, que terá de ter um valor superior a 0,50 para se confirmar a validade convergente, segundo Hair e colaboradores (1998). Para o fator “ASC Genital” obtivemos uma VEM = 0,602468 e para o fator “ASC Corpo” alcançámos uma VEM = 0,71209 (Tabela 12). Assim, as VEM para cada fator são superiores a 0,50, o que indica que ambos os fatores apresentam validade convergente.
Fator VEM Valor de Referência “ASC Genital” 0,602468 >0,50 “ASC Corpo” 0,71209 >0,50
